Editie 29-2 - Tijdschrift voor Seksuologie

More documents

Recommendations

Info

De Ruiter e.a., De effectiviteit van psychologische behandeling bij volwassen verkrachters. TvS (2008) 32, 28-41 37 delijkheid nemen), autobiografie, advanced ownership, slachtoffer empathie, terugvalpreventie en schadeloosstelling. Behandeleffectiviteit Ten behoeve van de effectstudie werd bij het Department of Corrections een inventarisatie gemaakt van alle zedendelinquenten die al dan niet het behandelprogramma hadden gevolgd. De onderzoeksgroep werd onderverdeeld in verschillende typen daders, waaronder verkrachters en aanranders. Deze groep bestond uit mannelijke daders van 16 jaar of ouder met vrouwelijke en/of mannelijke slachtoffers van 16 jaar of ouder. Retrospectief werd een aselecte steekproef getrokken van verkrachters die wel en verkrachters die niet hadden deelgenomen aan de behandeling. Dit resulteerde in een behandelde groep verkrachters (n = 36) en een onbehandelde groep verkrachters (n = 26). Recidive werd vervolgens vastgesteld aan de hand van nieuwe arrestaties voor een seksueel gewelddadig delict en/of een gewelddadig niet-seksueel delict. De gemiddelde follow-up periode bedroeg 88 maanden voor de behandelde groep en 91 maanden voor de controlegroep. Binnen de behandelde groep was geen sprake van seksuele recidive, binnen de controlegroep recidiveerden vijf verkrachters (19.2%) met een seksueel delict. Ook recidiveerde 5,5% in de behandelde groep met een gewelddadig niet-seksueel delict tegenover 15.3% in de vergelijkingsgroep. Tabel 1 bevat een overzicht van de kenmerken van de geselecteerde studies. Effectgroottes Tabel 3 bevat een overzicht van de Odds Ratio’s van seksuele recidive berekend per studie en over alle vijf studies bij elkaar genomen (meta-analyse). Uit de gecombineerde data van alle effectstudies (k = 5) werden de recidivegegevens verkregen van 373 behandelde verkrachters en 150 onbehandelde verkrachters. De gemiddelde OR van seksuele recidive berekend over alle studies bedroeg 0.47, een gering positief behandeleffect (dit betekent dat per 100 onbehandelde verkrachters die recidiveerden met een seksueel delict, er 47 behandelde verkrachters recidiveerden met een seksueel delict). Het 95% betrouwbaarheidsinterval (0.21-1.05) omvatte de waarde 1.0, wat wijst op een niet-significant effect. Daarbij bleek uit de Q- waarde dat sprake is van statistische heterogeniteit tussen de verschillende effectstudies (Q = 10.58, df = 4, p < .05). Tabel 4 bevat een overzicht van de OR’s van algemeen gewelddadige recidive berekend per studie en over alle studies waarvan deze recidivegegevens voorhanden waren. Uit de gecombineerde data van drie effectstudies werden de recidivegegevens verkregen van 94 behandelde verkrachters en 82 onbehandelde verkrachters. De OR van algemeen gewelddadige recidive berekend over alle studies bedroeg 0.40, een matig positief behandeleffect (per 100 onbehandelde verkrachters die recidiveerden met een algemeen gewelddadig delict, recidiveerden 40 behandelde verkrachters met een algemeen gewelddadig delict). Het 95% betrouwbaarheidsinterval (0.19-0.84) omvatte niet de waarde 1.0, hetgeen wijst op een significant effect. Uit de Q-waarde bleek dat sprake is van statistische homogeniteit tussen de verschillende effectstudies (Q = 0.53, df = 3, p > .05). Discussie De literatuur search leverde vijf bruikbare studies naar de effectiviteit van psychologische behandeling ter terugdringing van recidive bij verkrachters op, die geschikt bleken voor inclusie in een meta-analyse. Slechts één van de gevonden studies, de SOTEP studie, voldeed aan het inclusiecriterium van aselecte toewijzing. Dit levert uiteraard beperkingen op voor de (interpretatie van de) meta-analyse. Voor seksuele recidive werd een Odds Ratio van 0.47 gevonden, voor nietseksuele geweldsrecidive werd een Odds Ratio van 0.40 gevonden. Deze waarden van de ORs wijzen op een geringe associatie tussen twee variabelen, in dit geval de variabelen psychologische behandeling en Tabel 3. Odds ratio’s voor seksuele recidive Studie OR 95%CI Q N (k) Alle studies 0.47 0.21-1.05 10.58 578 (5) Barnes (2000) 0.05 0.00-1.02 - 62 Clelland et al. (1998) 0.51 0.17-1.52 - 74 Marques et al. (2005) 0.63 0.25-1.60 - 95 Nicholaichuk et al. (2000) 0.23 0.12-0.47 - 218 Quinsey et al. (1998) 1.44 0.50-4.18 - 129 Noot. OR= Odds Ratio; 95% CI= 95% betrouwbaarheidsinterval; Q= Q-statistiek voor homogeniteit; N= aantal proefpersonen in de metaanalyse; k= aantal in de meta-analyse opgenomen effectstudies.
38 De Ruiter e.a., De effectiviteit van psychologische behandeling bij volwassen verkrachters. TvS (2008) 32, 28-41 Tabel 4. Odds ratio’s voor algemeen gewelddadige recidive Studie OR 95%CI Q N (k) Alle studies 0.40 0.19-0.84 0.53 176 (3) Barnes (2000) 0.36 0.07-1.86 - 62 Clelland et al. (1998) 0.32 0.11-0.93 - 74 Marques et al. (1994) 0.60 0.16-2.33 - 40 Noot. OR= Odds Ratio; 95% CI= 95% betrouwbaarheidsinterval; Q= Q-statistiek voor homogeniteit; N= aantal proefpersonen in de metaanalyse; k= aantal in de meta-analyse opgenomen effectstudies. seksuele en algemeen gewelddadige recidive (Fleiss, 1994). De behandelingen die geëvalueerd werden in de vijf studies waren alle van relatief recente datum en bevatten elementen van cognitieve gedragstherapie met terugvalpreventie, de huidige state-of-the-art in de psychologische behandeling van seksuele delinquenten. Niettemin waarschuwen sommige auteurs (Marques et al., 2005) ervoor dat hun behandeling niet uitgevoerd werd volgens de huidige state-of-the-art cognitieve gedragstherapie, maar volgens de state-ofthe-art van toen: “Although this basic RP approach is still popular and considered “current” treatment in the field, in several ways our treatment program did not reflect today’s state of the art…” (Marques et al., 2005, p. 100). Naast een focus op het zedendelict werd in de meeste behandelprogramma’s ook aandacht besteed aan vermindering van algemene criminogene risicofactoren zoals agressie, zwakke interpersoonlijke vaardigheden en verslaving. De behandelingen waren relatief intensief gedurende de intramurale fase, die soms twee jaar duurde. In een aantal studies werden deelnemers verplicht deel te nemen aan een ambulant nazorgprogramma (Clelland et al., 1998; Marques et al., 1994, 2005). De follow-up periodes van de studies waren lang, van minimaal 34 maanden tot 120 maanden (zie Tabel 1). Dit is waardevol omdat sommige seksuele delinquenten pas na een lange periode een nieuw delict plegen. Ook waren de uitkomstmaten, nieuwe veroordelingen en arrestaties, over de verschillende studies goed vergelijkbaar. Hoewel de gevonden overall effectgrootte van 0.47 op seksuele recidive op het eerste gezicht toch enigszins hoopgevend lijkt, dient bij de interpretatie van dit resultaat rekening gehouden te worden met een aantal zaken. Ten eerste is er de grote heterogeniteit van de effectgroottes tussen de studies. Uit de beschrijvingen van de behandelprogramma’s in de artikelen kan niet afgeleid worden of er grote verschillen bestaan tussen de behandelingen. Bijna allemaal maken ze gebruik van cognitieve gedragstherapie en terugvalpreventie, aangevuld met psycho-educatie en andere interventies. Barnes (2000) gebruikte als enige peer counselors, maar het is niet duidelijk of dit het grote behandeleffect verklaart. In het algemeen kan geconcludeerd worden dat de onderzochte behandelprogramma’s nogal veelomvattend en eclectisch zijn, met ruimte voor elementen die niet strikt op het seksuele delictgedrag gericht waren, zoals opleiding en arbeidsreïntegratie. Hierdoor is moeilijk af te leiden wat de werkzame ingrediënten zijn. Ten tweede zijn er de grote methodologische tekortkomingen van de studies. Verreweg de grootste bedreiging van de interne validiteit (Cook & Campbell, 1979) van de studies is selectiebias. Zo werd in de studies van Quinsey et al. (1998) en Clelland et al. (1998) gebruik gemaakt van respectievelijk drop-outs en weigeraars als controlegroep. Het is algemeen bekend dat drop-outs een hoger risico van recidive hebben dan treatment completers, ongeacht het soort behandeling dat wordt aangeboden. Hanson et al. (2002) vonden dit in hun meta-analyse, en ook in Nederlands onderzoek is dit gevonden (De Vogel et al., 2003). Ook weigeraars kunnen verschillen van treatment completers op essentiële persoonskenmerken zoals problemen met autoriteit en een antisociale levensstijl (Hanson et al., 2002). Het is echter interessant om op te merken dat de twee studies van de minste kwaliteit (Clelland et al., en Quinsey et al.) eveneens de geringste effecten lieten zien (zie Tabel 3). Daarentegen toonde een van de studies met de hoogste kwaliteit (aselecte toewijzing en intention-to-treat principe; Barnes, 2000) het grootste behandeleffect. Vergelijkbare bevindingen werden gedaan door Redondo, Sanchez-Meca, & Garrido (1999) in hun meta-analyse naar het effect van behandelprogramma’s voor algemene delinquenten: de meest strenge onderzoeksdesigns lieten de grootste effectgroottes zien. Echter, hiermee in tegenspraak is de bevinding dat de methodologisch sterkste studie (aselecte toewijzing, geslaagde matching van groepen; Marques et al., 2005) geen effect vond. Naast selectiebias vertonen de studies nog enkele andere methodologische beperkingen. Zo werd in vier van de vijf studies bij de statistische analyses geen rekening gehouden met het intention-to-treat principe. Wat kunnen wij concluderen uit de gevonden resultaten van deze meta-analyse? Ten eerste dat effectstudies van goede methodologische kwaliteit nog schaars zijn in dit veld. Met Hanson et al. (2002) zijn
Page 1 and 2: Tijdschrift voor Seksuologie (2008)
Page 3 and 4: 30 De Ruiter e.a., De effectiviteit
Page 9: 36 De Ruiter e.a., De effectiviteit

Editie 29-2 - Tijdschrift voor Seksuologie

Create successful ePaper yourself

Delete template?

Save as template?